張富祥

（西安交通大學(xué)金禾經(jīng)濟(jì)研究中心，陜西西安710049）

我國金融壓抑與通貨膨脹關(guān)系研究
——基于MSVAR模型的分析

張富祥

（西安交通大學(xué)金禾經(jīng)濟(jì)研究中心，陜西西安710049）

文章運(yùn)用MSVAR模型對我國金融壓抑程度與通貨膨脹的關(guān)系進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)我國通貨膨脹率存在明顯的高通脹區(qū)域和低通脹區(qū)域特征。在高通脹區(qū)域，價(jià)格高位持續(xù)時(shí)間較短，波動幅度大，金融壓抑對通貨膨脹具有顯著的負(fù)向效應(yīng)；而在低通脹區(qū)域，價(jià)格低位持續(xù)時(shí)間較長，波動幅度小，金融壓抑對通脹水平的效應(yīng)是正向的。兩者的非線性特征對貨幣政策實(shí)施和金融自由化策略有著重要的政策含義。

金融壓抑；通貨膨脹；MSVAR模型

一、引言

金融壓抑最先由Mckinnon[1]提出來用以描述發(fā)展中國家金融體系的特征，一般是指政府通過一系列的規(guī)章制度或者手段，使得金融系統(tǒng)不能充分發(fā)揮其職能，主要表現(xiàn)為金融管制過多、利率限制、信貸配額以及金融資產(chǎn)單調(diào)等現(xiàn)象。對于金融壓抑的影響機(jī)制，不同學(xué)者持有不同意見①，但普遍認(rèn)為金融壓抑是抑制經(jīng)濟(jì)成長的，因?yàn)槠渫ㄟ^壓制金融體系的發(fā)展，使得金融系統(tǒng)不能正常發(fā)揮資金融通的作用，社會生產(chǎn)所需資金得不到有效滿足，同時(shí)降低了資金配置的效率，從而阻礙了經(jīng)濟(jì)發(fā)展。

但在金融壓抑對通貨膨脹的影響方面，卻存在諸多的爭議。Roubini and Martin[2]認(rèn)為獲得鑄幣稅是政府采取金融壓抑的重要原因，這將導(dǎo)致貨幣多發(fā)和通脹水平上升，因此金融壓抑與通貨膨脹存在正向相關(guān)關(guān)系，尤其在拉美等欠發(fā)達(dá)國家表現(xiàn)更為明顯。20世紀(jì)80年代初，金融管制導(dǎo)致拉美的通貨膨脹率急劇上升，消費(fèi)物價(jià)指數(shù)從1970年的10.25%上升到1980年的65.82%，平均年通貨膨脹率為35.72%②。Alejan?dro[3]則認(rèn)為，由于發(fā)展中國家金融體系的脆弱，保持一定的金融壓抑是必要的，盲目的金融自由化反而容易引發(fā)通脹的失控乃至經(jīng)濟(jì)的崩潰，金融壓抑有利于將通脹穩(wěn)定在合理的水平。Espinosa and Yip[4]則發(fā)現(xiàn)兩者的關(guān)系是不確定的，而是隨金融壓抑的程度不同發(fā)生變化的，在金融壓抑程度較低時(shí)，兩者是正向相關(guān)的，而當(dāng)金融壓抑導(dǎo)致出現(xiàn)非正規(guī)的金融市場時(shí)，金融壓抑反而有助于降低通脹水平，因此兩者整體呈現(xiàn)“拉弗曲線”的狀態(tài)。國內(nèi)學(xué)者黃桂田、何石軍[5]研究認(rèn)為金融壓抑導(dǎo)致了我國現(xiàn)有的M2/GDP至少偏高30%，是推高我國通脹水平的重要原因之一。

目前，許多研究對金融壓抑與通貨膨脹的關(guān)系進(jìn)行了深入的探討，但大多數(shù)文獻(xiàn)采用的模型通常假設(shè)系數(shù)是固定的，數(shù)據(jù)生成機(jī)制（DGP）穩(wěn)定不變，由于金融壓抑與通貨膨脹的關(guān)系或因經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)等因素不斷發(fā)生改變，因此常系數(shù)計(jì)量模型不能較好地?cái)M合數(shù)據(jù)的動態(tài)特征，在解釋現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中兩者復(fù)雜的非線性關(guān)系方面存在一定的困難，同時(shí)以往文獻(xiàn)也缺少針對我國情況的實(shí)證研究。因此，本文構(gòu)建了一個(gè)衡量金融壓抑程度的綜合指數(shù)，并利用MSVAR模型對中國的金融壓抑與通貨膨脹的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，MSVAR（Mar?kov Switching Vvector Autoregression Model）模型不受數(shù)據(jù)生成機(jī)制恒定不變假設(shè)的限制，可以充分考慮經(jīng)濟(jì)變量所發(fā)生的結(jié)構(gòu)性改變，因而可以更好地描述金融壓抑與通貨膨脹兩者的動態(tài)變化。

本文接來的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分簡單介紹MSVAR理論模型的基本框架與分析方法；第三部分利用MSVAR模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，并對結(jié)果進(jìn)行解釋；第四部分根據(jù)實(shí)證結(jié)論提出相關(guān)政策建議。

二、理論模型

MSVAR模型最先由Hamilton[6]將Markov鏈引入VAR模型而發(fā)展起來的，MSVAR充分考慮到數(shù)據(jù)生成過程中所發(fā)生的結(jié)構(gòu)變化，較好地?cái)M合了金融壓抑程度和通貨膨脹的非線性特征，滯后p階的MSVAR（p）一般形式可以表示為：

yt=(y1t,…,ynt)是n維向量，v為截距，A1,…,Ap是含有自回歸變量的矩陣，εt為白噪音，且本文研究的是金融壓抑與通貨膨脹的關(guān)系，因此yt選取二維向量，滯后階數(shù)的選擇根據(jù)信息準(zhǔn)則確定。

在MSVAR模型設(shè)定中，假設(shè)不可觀察的狀態(tài)變量St服從一階的馬爾可夫過程，即當(dāng)期的狀態(tài)St只取決于前一期間的狀態(tài)變量st-1，即：

Pij為當(dāng)期狀態(tài)i上期狀態(tài)為j的概率。轉(zhuǎn)移概率矩陣PN×N可以表示為N×N型矩陣。

本文采用MLE方法估計(jì)所需參數(shù)，最大化似然函數(shù)L(Θ)：

其中:

Θ為待估計(jì)系數(shù)向量，Σ為協(xié)方差矩陣，It為信息集。MSVAR有MSM-VAR、MSI-VAR多種形式，在具體操作過程中根據(jù)AIC、SC等準(zhǔn)則來確定MSVAR模型的最適形式。

三、實(shí)證研究

（一）數(shù)據(jù)處理與描述

由于金融壓抑程度缺乏統(tǒng)一的衡量指標(biāo)，因此首先參考以往文獻(xiàn)中關(guān)于金融壓抑的單個(gè)衡量指標(biāo)，采用主成分分析方法構(gòu)建一個(gè)測度我國金融壓抑水平的綜合指數(shù)（FRI）。根據(jù)Laurenceson and Chai[7]、Lardy[8]的指標(biāo)選取，采取的有關(guān)衡量金融壓抑的指標(biāo)變量有一年期貸款利率、存款準(zhǔn)備金率、人民幣存款量、人民幣貸款量、外匯儲備/M2、財(cái)政收入/GDP、第一產(chǎn)業(yè)占比。根據(jù)主成分的方差分析，由于采取3個(gè)主成分，方差的解釋部分達(dá)到96.578%，因此金融壓抑的指標(biāo)采用前3個(gè)成分，得到金融壓抑的綜合指數(shù)FRI后將其標(biāo)準(zhǔn)化，設(shè)定1990年為第一季度基準(zhǔn)且值為1③。

由于采取季度數(shù)據(jù)，通過月度數(shù)據(jù)的簡單平均值方式獲得，因此CPI的季度數(shù)據(jù)采用季度三個(gè)月的平均值。數(shù)據(jù)時(shí)間段為1990年1月至2012年12月，數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局和中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。為了消除時(shí)間序列中季節(jié)因素的影響，采用X-12-ARIMA方法對時(shí)間序列進(jìn)行了季節(jié)調(diào)整。金融壓抑與通貨膨脹的變化情況如圖1所示（左側(cè)Y軸為CPI坐標(biāo)）。

圖1 1990-2012年我國金融壓抑與通貨膨脹率變化情況

從圖1可以看出，從1990年1月至2012年12月，不同時(shí)段通脹率呈現(xiàn)出不同的走勢。期間，我國經(jīng)濟(jì)中曾出現(xiàn)了多次顯著的通貨膨脹過程，分別在1994年底、2004年底以及2008年初左右。其中，由于貨幣的過度供給、價(jià)格市場化改革以及能源價(jià)格的提高，形成了較為嚴(yán)重的高通貨膨脹態(tài)勢，1994年的通脹率超過25%。1996年經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)“軟著陸”以后，從1997年中后期開始，我國經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)了輕微的通貨緊縮，價(jià)格緊縮態(tài)勢直到2003年下半年才有所緩解，2007年后通貨膨脹率變化又開始呈現(xiàn)攀升勢頭。另一方面，我國的金融壓抑程度整體呈現(xiàn)下降趨勢，最低值出現(xiàn)在2002-2005年時(shí)間段內(nèi)，一個(gè)可能的主要原因是我國在2001年底加入世貿(mào)組織，按照協(xié)定要求對經(jīng)濟(jì)的有關(guān)方面放松了管制，金融壓抑的程度得到降低。而后金融壓抑程度出現(xiàn)了反彈，2007年后短期內(nèi)呈現(xiàn)上升趨勢，這是由于期間發(fā)生了次貸危機(jī)，政府推出經(jīng)濟(jì)刺激計(jì)劃，而金融壓抑是獲取財(cái)政來源的重要渠道之一，尤其是在當(dāng)前地方債務(wù)平臺風(fēng)險(xiǎn)加劇的情況下，金融壓抑的程度有可能進(jìn)一步上升。

（二）模型選擇與估計(jì)結(jié)果

首先，對所有變量都進(jìn)行平穩(wěn)性檢驗(yàn)，拒絕了平穩(wěn)性假設(shè)，因此對數(shù)據(jù)進(jìn)行了進(jìn)一步的處理，通過一階差分處理后序列經(jīng)檢驗(yàn)是平穩(wěn)的。接下來，驗(yàn)證金融壓抑與通貨膨脹的非線性關(guān)系。利用VAR（2）模型擬合后，用殘差做Jarque-Berra檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)值為13.785，在1%和5%的顯著度下拒絕殘差序列服從正態(tài)分布的零假設(shè)。同時(shí)，采用BDS[9]方法檢驗(yàn)殘差的獨(dú)立同分布性，發(fā)現(xiàn)統(tǒng)計(jì)值3.124，零假設(shè)被拒絕，說明金融壓抑與通貨膨脹具有顯著的非線性特征。同時(shí)從表1可知，采用兩區(qū)域馬爾可夫自回歸模型對金融壓抑指數(shù)和通貨膨脹數(shù)據(jù)進(jìn)行擬合是合適的。

表1 模型選擇標(biāo)準(zhǔn)結(jié)果

根據(jù)AIC、SC等準(zhǔn)則，選擇兩區(qū)制模型，即高通脹狀態(tài)與低通脹狀態(tài)，滯后階數(shù)為2，即MS（2）—VAR（2）模型。模型估計(jì)采用krolzig[10]的研究方法，在Givenin平臺運(yùn)行OX-MSVAR軟件實(shí)現(xiàn)，估計(jì)結(jié)果見表2。

表2 最大似然法估計(jì)結(jié)果

對模型的殘差進(jìn)行Jarque-Berra檢驗(yàn)和BDS檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)值分別為4.295和-0.163，說明整體效果較好。

表3為各狀態(tài)的轉(zhuǎn)移概率矩陣，圖2為不同狀態(tài)的濾波概率、平滑概率和預(yù)測概率。

表3 兩狀態(tài)的轉(zhuǎn)移概率矩陣

圖2 不同狀態(tài)的濾波概率、平滑概率和預(yù)測概率

（三）結(jié)果分析

根據(jù)上述的估計(jì)結(jié)果，可以得到：

（1）我國金融壓抑與通貨膨脹之間存在明顯的非線性特征。本文使用的MS(2)-VAR(2)模型通過了THEIL-U等參數(shù)檢驗(yàn)，較好地?cái)M合了兩者的非線性動態(tài)特征，比傳統(tǒng)的VAR模型具有更好的統(tǒng)計(jì)效果。我國金融壓抑與通貨膨脹存在顯著相關(guān)性，而且其相關(guān)關(guān)系取決于所在的不同階段。由于改革開放以來，我國金融壓抑的方式和程度在不斷變化，加之經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)自身的調(diào)整升級，通貨膨脹也面臨結(jié)構(gòu)性的改變，從而兩者呈現(xiàn)出明顯的非線性特征。

（2）不同區(qū)制下金融壓抑對通脹的影響有所差異。在高通脹狀態(tài)下，金融壓抑對通脹水平有明顯的負(fù)向效應(yīng)，金融壓抑指數(shù)的一階和二階滯后系數(shù)分別為-0.703和-0.326；在低通脹狀態(tài)下，金融壓抑對通脹水平有明顯的正向效應(yīng)，金融壓抑指數(shù)的一階和二階滯后系數(shù)分別為0.572和0.357。這是因?yàn)樵诘屯泤^(qū)制內(nèi)，政府為了獲取鑄幣稅，通過貨幣增發(fā)等各種手段導(dǎo)致較高的通脹水平，通脹水平越高，政府的收入越高，因此政府有進(jìn)一步加深金融壓抑程度的動機(jī)，金融壓抑與通脹水平呈現(xiàn)一定的正相關(guān)關(guān)系；而在高通脹區(qū)域內(nèi)，由于政府的目標(biāo)函數(shù)發(fā)生變化，通過金融壓抑控制通脹水平成為更為重要的目標(biāo)，因此金融壓抑對通脹有著顯著的負(fù)向作用。

（3）我國存在著一定程度的通貨膨脹偏好。從兩區(qū)制轉(zhuǎn)換的概率（表3）來看，從低通脹區(qū)域轉(zhuǎn)向高通脹區(qū)域的概率為0.216，從高通脹轉(zhuǎn)為低通脹的概率為0.138，說明我國從低通脹轉(zhuǎn)向高通脹區(qū)域的概率較大，而從高通脹轉(zhuǎn)向低通脹區(qū)域的概率較小。同時(shí)，高通脹狀態(tài)的持續(xù)概率為0.862，而低通脹狀態(tài)的持續(xù)概率為0.784，因此有更高的概率處于高通脹狀態(tài)。這在一定程度是由于我國所處的發(fā)展階段決定的，從各國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的實(shí)踐來看，發(fā)展中國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展大都依靠政府投資支撐，而金融壓抑是政府收入的主要來源之一，部分國家更是高達(dá)40%④。我國經(jīng)濟(jì)正處在較高速度發(fā)展?fàn)顟B(tài)，需要政府資金的大量投入，因此較高程度的金融壓抑必然導(dǎo)致一定的通脹壓力。

（4）不同區(qū)域狀態(tài)下通脹波動幅度各有差異。從概率平滑（圖2）可以看出，除了在1994年底、2004年底以及2008年初等幾個(gè)時(shí)間段，我國通脹水平處在高位運(yùn)行外，其余時(shí)間段整體上保持低位運(yùn)行態(tài)勢。但從表1兩個(gè)區(qū)域的估計(jì)方差看，高通脹區(qū)域的方差為1.297，低通脹區(qū)域的方差為0.856，通脹水平較高的區(qū)域其波動的幅度相應(yīng)比較大，在低通脹水平時(shí)其波動的幅度相對較小，通脹水平高時(shí)通脹率圍繞該水平值波動更劇烈。這與趙留彥等[11]的研究結(jié)論一致，他們考察了中國改革以來通脹水平及其穩(wěn)定性的關(guān)系，結(jié)果同樣顯示高通脹會伴隨著大的不確定性。一個(gè)可能的解釋是，高通脹會伴隨著較高的通脹預(yù)期以及更大程度的不確定性，維持價(jià)格穩(wěn)定和低通脹環(huán)境難度更大，進(jìn)一步導(dǎo)致價(jià)格水平高位運(yùn)行以及更大的波動。此外，在高通脹時(shí)期，政府的金融干預(yù)措施較多，而由于信息不完全以及政策的時(shí)滯效應(yīng)，一定程度上從另一方面加劇了通脹水平的波動幅度。

四、結(jié)論與政策建議

由于我國金融壓抑和通貨膨脹的動態(tài)特征，因此在實(shí)施貨幣政策或金融自由化過程中，必須關(guān)注并妥善處理好兩者的關(guān)系。

（一）鑒于金融壓抑和通貨膨脹的區(qū)制變化，應(yīng)該實(shí)施謹(jǐn)慎的金融自由化策略

從長遠(yuǎn)來看，必須采取金融自由化策略，減少政府對金融體系的約束，充分發(fā)揮市場在資源配置中的決定性作用，并以此促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。但是由于高通脹狀態(tài)和低通脹狀態(tài)下金融壓抑的影響并不一樣，因此需要注意金融自由化對通脹膨脹的不同影響。發(fā)展中國家金融市場不完善，盲目的金融自由化策略可能導(dǎo)致產(chǎn)出的下降和金融體系的不穩(wěn)定，尤其在高通脹狀態(tài)下容易引發(fā)通貨膨脹快速上漲以及失控的風(fēng)險(xiǎn)，一些尋求轉(zhuǎn)型的拉美國家在金融自由化過程中發(fā)生了貨幣危機(jī)和金融動蕩就是一個(gè)例證。

（二）我國存在通貨膨脹偏好，必須降低政府金融壓抑的內(nèi)在動機(jī)

我國金融壓抑所獲得的財(cái)政收入，很大一部分用于補(bǔ)貼效率不高的國有企業(yè)[12]，或者通過政府對金融市場的直接干預(yù)，國有企業(yè)能以較低的成本獲取資金，從而造成一些行業(yè)的產(chǎn)能過剩，而一些中小微企業(yè)卻融資難、融資成本高，由此導(dǎo)致貨幣總量偏高，造成通貨膨脹壓力。因此，必須減少政府對銀行信貸投放的行政干預(yù)，加大經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整力度，控制不合理的投資沖動，進(jìn)一步提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展質(zhì)量。這樣一方面可以提高資金使用效率和銀行資產(chǎn)質(zhì)量，另一方面倒逼過剩產(chǎn)能行業(yè)的自我調(diào)整和優(yōu)化升級，從而限制政府通過金融壓抑獲取財(cái)政資金，從根源上控制貨幣超發(fā)勢頭，在更深層次鞏固物價(jià)穩(wěn)定的基礎(chǔ)。

（三）充分考慮金融壓抑和通貨膨脹的非線性關(guān)系，增強(qiáng)政策調(diào)控的針對性和有效性

從高通脹與低通脹不同的區(qū)域看，金融壓抑與通貨膨脹兩者分別產(chǎn)生了不同的關(guān)系，因此要正確實(shí)施貨幣政策，必須加大金融壓抑條件下貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制的研究，尤其關(guān)注金融壓抑與貨幣需求函數(shù)穩(wěn)定性的關(guān)系以及金融壓抑不同階段通貨膨脹形成機(jī)制的結(jié)構(gòu)性改變，充分考慮貨幣政策實(shí)施效果的影響，合理選擇貨幣政策工具和政策目標(biāo)，著力提高貨幣政策的前瞻性、科學(xué)性，防止因政策工具的不當(dāng)使用和效果的不當(dāng)估計(jì)導(dǎo)致通脹在較高水平上劇烈波動。

（四）切實(shí)加強(qiáng)通貨膨脹預(yù)期管理，維持價(jià)格低水平穩(wěn)定運(yùn)行

我國具有通貨膨脹偏好，而且在高通脹狀態(tài)持續(xù)概率大，低通脹狀態(tài)往高通脹狀態(tài)轉(zhuǎn)移概率高。根據(jù)新凱恩斯主義的觀點(diǎn)，高通脹持續(xù)性較高的一個(gè)重要來源就是價(jià)格粘性，價(jià)格一旦上升，其下降將面臨阻力，向下調(diào)整將是一個(gè)較長的過程。因此，如果公眾的通脹預(yù)期得到很好的管理，那么可以減少高通貨膨脹預(yù)期和通貨膨脹不確定性，達(dá)到物價(jià)低位持續(xù)運(yùn)行的目的。

注釋：

①M(fèi)cKinnon以貨幣與實(shí)物資本的互補(bǔ)性假說為前提提出渠道效應(yīng)論（conduct effect view），而Shaw則從貨幣是一種債務(wù)的基本立論出發(fā)提出債務(wù)媒介論(debt intermediation view)。

②根據(jù)International Financial Statistics（2000年、2001年）資料中20個(gè)主要欠發(fā)達(dá)國家計(jì)算所得。

③為節(jié)省篇幅，此處略去金融壓抑指數(shù)構(gòu)建的詳細(xì)過程。

④參見經(jīng)濟(jì)學(xué)家Giovannini1991年的工作論文“Grovernment revenue from financial repression”中的測算。

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［責(zé)任編輯：余志虎］

The Relationship between Financial Repression and Inflation in China—An Analysis Based on the MSVAR Model

ZHANG Fu-xiang
(Jinhe Center for Economic Research，Xi’an Jiaotong University，Xi’an 710049，China)

The paper makes a study on the relationship between financial repression and inflation rate in China by applying Markov switching vector autoregression（MSVAR）model.It finds that China’s inflation rate has obvious characteristics of high inflation regions and low inflation regions.In the regions of high inflation，high price sustains a shorter time but big fluctuations，and financial repression has a significant negative effect on inflation.However，in the regions of low infla?tion，low price lasts a longer time but small fluctuations，and the effect of financial repression on inflation is positive.The nonlinear features between the two have important implications to the formulation and implementation of monetary policy and financial liberalization.

financial repression；inflation；MSVAR model

F124.8

A

1007-5097（2014）12-0050-04

【DOI】10.3969/j.issn.1007-5097.2014.12.010

2014-03-12

國家社會科學(xué)基金項(xiàng)目（13XJY001）

張富祥（1979-），男，湖南邵陽人，博士研究生，研究方向：貨幣金融。